IMMOBILIER ET POLITIQUE MONÉTAIRE * - Eric Heyer et Xavier Timbeau
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IMMOBILIER ET POLITIQUE MONÉTAIRE *
Eric Heyer et Xavier Timbeau
Département analyse et prévision de l’OFCE
Nous proposons dans cet article une modélisation et des estimations écono-
métriques permettant de représenter et de quantifier le canal de stimulation
monétaire par l’immobilier. Cette modélisation apparaît robuste, conduit à un ordre
de grandeur plausible et permet de mesurer les différences de sensibilité des diffé-
rents pays à la stimulation monétaire entreprise depuis 2001. D’après nos
estimations, la sensibilité de l’économie européenne à une baisse des taux d’intérêt
est deux à trois fois inférieure à celle de l’économie américaine. Combinée à une
réactivité plus faible et plus timide de la banque centrale, cela implique une moindre
régulation de la conjoncture de la zone euro par les taux d’intérêt. La moindre
sensibilité de l’économie européenne résulte de facteurs multiples et complexes :
d’une part, les évolutions défavorables du revenu et du chômage ont limité le
développement de l’endettement des ménages en France et en Allemagne ; d’autre
part, des facteurs structurels, liés au fonctionnement du système bancaire, limitent
l’impact de la politique monétaire via ce canal en Europe.
* Cet article reprend la deuxième partie de l’étude L’immobilier, pilier de la croissance ou épée
de Damoclès, réalisée pour le Service des études économiques et la Commission des finances du
Sénat.
eric.heyer@ofce.sciences-po.fr
xavier.timbeau@ofce.sciences-po.fr
Janvier 2006
Revue de l’OFCE 96Éric Heyer et Xavier Timbeau
L
a baisse des taux d’intérêt amorcée en 2002 avait pour objectif
de stimuler les économies après le ralentissement consécutif à
l’éclatement de la bulle Internet et aux attentats du 11 septembre
2001. La stimulation monétaire s’est doublée dans certains pays
— principalement aux États-Unis et au Royaume-Uni — d’une stimu-
lation budgétaire massive. Le principal canal de transmission de la
politique monétaire n’a pas été comme habituellement l’investissement
des entreprises, bridé par la digestion de la bulle Internet qui avait laissé
des traces profondes dans leurs bilans. L’attention s’est donc portée
sur le canal immobilier, particulièrement vigoureux dans les pays où la
stimulation monétaire a été la plus efficace. Dans les pays où, profitant
de la baisse des taux, les ménages se sont endettés, l’immobilier a connu
une activité forte, les transactions entre ménages ont poussé les prix à
la hausse, le taux d’épargne des ménages a baissé et la consommation
a été particulièrement dynamique. Ainsi, en Espagne, au Royaume-Uni
et aux États-Unis la croissance a été soutenue par le marché immobilier.
À l’opposé, en Allemagne, l’atonie du marché immobilier depuis 2001
coïncide avec une hausse du taux d’épargne des ménages et une crois-
sance anémique. En France, depuis 2001, la hausse de l’endettement
des ménages est significative et s’accompagne d’une baisse du taux
d’épargne de plus d’un point. Depuis 2003, si la stimulation monétaire
par le canal immobilier joue moins en France qu’au Royaume-Uni ou
qu’aux États-Unis, son impact paraît suffisant pour expliquer la diffé-
rence de conjoncture avec l’Allemagne.
Nous proposons une modélisation et des estimations économé-
triques qui permettent de représenter et de quantifier le canal de
stimulation monétaire par l’immobilier. Cette modélisation apparaît
robuste, conduit à un ordre de grandeur plausible et permet de mesurer
les différences de sensibilité des différents pays à la stimulation monétaire
entreprise depuis 2001. D’une part, les évolutions défavorables du
revenu et du chômage ont limité le développement de l’endettement
des ménages en France et en Allemagne ; d’autre part, des facteurs struc-
turels, liés au fonctionnement du système bancaire, limitent l’impact de
la politique monétaire via ce canal dans ces deux pays.
Pour la zone euro prise dans son ensemble, les évaluations partielles
que nous avons faites suggèrent une sensibilité moitié moindre qu’aux
États-Unis de la politique monétaire. La stimulation monétaire ayant
également été moitié moindre en zone euro qu’aux États-Unis, l’impact
sur la croissance aura été environ quatre fois important qu’aux États-
Unis, contribuant largement à l’explication de l’écart de croissance entre
les deux zones.
116
Revue de l’OFCE 96IMMOBILIER ET POLITIQUE MONÉTAIRE
Dans une première section, nous présentons les déterminants de la
consommation et la justification théorique que nous pouvons y
apporter. Dans une deuxième section, nous décrivons l’intégration de
cette fonction de consommation dans le modèle macroéconométrique
de l’OFCE, e-mod.fr, puis dans une troisième section nous livrons les
principaux résultats et enseignements de cette modélisation.
1. Les déterminants de la consommation:
richesse ou endettement?
1.1. Modèles théoriques et résultats empiriques
Dans l’approche keynésienne la plus simple, la consommation
dépend principalement du revenu courant. Cette relation possède une
certaine régularité macroéconomique et constitue un point de départ
généralement fécond pour expliciter le comportement agrégé des
consommateurs. Ce modèle de base peut être enrichi de façon à rendre
le taux d’épargne dépendant du taux d’inflation (encaisses réelles), des
taux d’intérêt réels courts ou longs, de la nature des revenus (revenu
du travail, revenu de remplacement ou revenu du capital), du taux de
chômage (épargne de précaution) ou d’autres variables déterminant les
conditions de vie des ménages. Des réflexions théoriques ont contesté
le lien avec le revenu courant sur la base de deux arguments principaux.
Le premier est l’argument du cycle de vie (Modigliani et Ando, 1963).
Les ménages anticipent leur revenu tout au long de leur existence et
ajustent leur plan de consommation en fonction de leur vision de
l’avenir. En l’absence de contraintes de liquidité, le « ménage type »
n’est pas obligé de consommer moins que son revenu. Il s’endette au
début de son existence, épargne au sommet de sa courbe de revenu
et désépargne lorsque son activité se réduit. Cette approche théorique
relie la consommation au revenu permanent, somme actualisée des
revenus futurs et de la richesse initiale. Individuellement, chaque ménage
a une consommation stable, qui ne dépend que des arbitrages inter-
temporels de son utilité. Au niveau macroéconomique, on établit un
lien entre richesse agrégée des ménages et consommation agrégée, si
les consommateurs sont parfaitement rationnels, ne sont pas contraints
par la liquidité (peuvent consommer plus que leur revenu à chaque
période) et ont accès à des marchés parfaits (pour réaliser tous les
arbitrages intertemporels). Le deuxième argument suppose que les
ménages considèrent que la dépense publique sera financée par l’impôt
et donc que celle-ci n’est pas séparable de la dépense privée. Il s’agit
là de l’argument ricardien, remis au goût du jour par Barro (1979).
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Revue de l’OFCE 96Éric Heyer et Xavier Timbeau
Ces deux pistes théoriques ont renouvelé l’approche de la formali-
sation de la consommation. Néanmoins, leurs conclusions quant au lien
entre consommation et revenu courant ne sont pas confortées par
l’examen des données. La synthèse de ces deux courants théoriques
peut être faite en considérant que les hypothèses principales sont irréa-
listes et que le modèle pur doit être amendé pour tenir compte de la
contrainte de liquidité, de l’imperfection des marchés ou de capacités
cognitives inférieures à la rationalité parfaite chez une partie des
consommateurs au moins. On retiendra cependant que le modèle
simple de consommation peut être augmenté d’un comportement
ricardien ou d’effets de richesse et que l’imperfection des marchés peut
justifier des modélisations ad hoc, mais que l’on attend des données
statistiques qu’elles confirment le réalisme de ces hypothèses.
1. Taux d’épargne des ménages en France, 1983-2004
En %
18
17
16
15
14
13
12
11
83 85 87 89 91 93 95 97 99 01 03
Source : INSEE Comptabilité nationale, base 95, version des comptes de janvier 2005.
Empiriquement, le modèle simple, augmenté de l’influence du
chômage et de l’inflation, en tenant éventuellement compte des sources
de revenus, permettait une bonne description des données françaises
jusqu’à la fin des années 1980 (graphique 1). Ce modèle avait une
capacité prédictive correcte mais n’était pas très performant pour
retranscrire l’impact des taux d’intérêt sur le taux d’épargne. L’effet de
revenu (un taux d’intérêt plus élevé implique des revenus d’intérêt plus
élevés, qui sont consommés) aurait contredit l’effet substitution (un taux
d’intérêt plus élevé oriente les choix individuels vers plus d’épargne) et
les taux d’intérêt auraient un effet ambigu, non mesurable. À partir des
années 1990, la déréglementation financière aurait perturbé le modèle
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Revue de l’OFCE 96IMMOBILIER ET POLITIQUE MONÉTAIRE
antérieur, rendant la fonction de consommation difficile à spécifier et à
estimer. Plus particulièrement, la hausse de l’épargne à partir de 1995,
dans un contexte de baisse des taux d’intérêt, de forte progression de
la richesse financière des ménages, d’inflation maîtrisée et de baisse du
chômage apparaissait peu compatible avec les évolutions passées.
Comparée aux autres pays, la France présentait un comportement
atypique, avec une épargne inexpliquée de l’ordre de un à deux points
en 2001. La baisse de l’épargne à partir de 2003 est également surpre-
nante, puisque cette fois, les effets de richesse financière, l’évolution du
pouvoir d’achat et le chômage auraient justifié une hausse. La baisse
des taux d’intérêt aurait pu être invoquée, mais elle n’explique pas le
phénomène entre 1997 et 2000.
L’introduction des effets de richesse dans le modèle de consom-
mation ne fonctionne pas suffisamment pour que les résultats soient
stables. De plus, la richesse présente une grande variance, liée aux évolu-
tions du prix des actifs et, d’une période à l’autre, les liens empiriques
apparaissent ou s’évanouissent. D’autres pays affichent les mêmes carac-
téristiques. Ainsi, l’effet richesse financière explique bien la baisse de
l’épargne aux États-Unis jusqu’en 2001, mais l’éclatement de la bulle
internet et l’évaporation d’une partie du capital financier des ménages
auraient dû induire une remontée franche du taux d’épargne après 2001.
La richesse immobilière aurait pu prendre le relais, mais l’argument
théorique veut que la richesse immobilière n’intervienne pas dans les
choix d’épargne du consommateur. Une hausse du patrimoine
immobilier est certes une hausse d’un actif, mais il est contrebalancé par
une hausse du prix du service de logement (le loyer implicite lorsqu’on
est propriétaire de son logement, explicite si on est locataire) qui oblige
à consacrer une part plus importante de son revenu au logement. Si la
somme actualisée des loyers diminuée de la dépréciation de l’immobilier
est égale au prix de l’actif immobilier, les deux éléments s’équilibrent
exactement laissant inchangée la situation du propriétaire 1.
1.2. Expliquer la consommation par l’endettement
Ces arguments, pour intéressants qu’ils soient d’un point de vue
théorique, ne sont donc pas suffisants empiriquement pour quantifier un
canal convaincant de la politique monétaire. La base de notre modéli-
sation utilise les mêmes soubassements, mais cherche à prendre en
compte plus largement les imperfections et les asymétries d’informations
qui caractérisent le comportement de consommation et les effets patri-
moniaux sur l’épargne. À la suite de Brender et Pisani (2004), par
exemple, mais aussi de Stiglitz et Greenwald (2003), nous plaçons le
secteur bancaire au centre de l’intermédiation financière des ménages. La
1. Pour une argumentation développée, voir Girouard et Blondal (2001).
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Revue de l’OFCE 96Éric Heyer et Xavier Timbeau
contrainte de liquidité ou la difficulté à produire des anticipations ration-
nelles peuvent expliquer le modèle que nous validons sur les données.
La formalisation proposée repose sur l’introduction de la variable
« taux d’endettement bancaire » dans l’équation de consommation.
L’endettement considéré est ici l’endettement bancaire total. Le taux
d’endettement est l’endettement rapporté au revenu disponible brut. Il
y a une corrélation forte entre endettement total et endettement
hypothécaire (ou endettement à destination spécifique de l’achat ou de
l’investissement immobilier) et les spécifications pourraient fonctionner
avec l’endettement immobilier seul. De plus, l’endettement non
immobilier, par des crédits à la consommation, représente une faible
part de l’endettement total (5 %). Enfin, la décomposition de l’endet-
tement entre consommation et immobilier n’est pas aussi facilement
disponible que la série d’endettement total.
La spécification retenue pour le long terme est la suivante 2 :
ln(C/RDB) = α ln(ENDET/RDB) + β ln(Z) + γ
où C représente la consommation des ménages, ENDET est l’endet-
tement bancaire total, RDB le revenu disponible brut.
Le signe attendu pour α est positif et Z représente d’autres variables
qui ont été essayées, comme le taux d’intérêt réel, la richesse finan-
cière rapportée au revenu, le taux de chômage. Pour la France, aucune
variable « Z » n’intervient significativement.
Le tableau 1 donne les principaux résultats économétriques de cette
équation pour la France, l’Allemagne et les États-Unis :
1. Équation de long terme du taux de consommation (TC) *
France Allemagne États-Unis
Taux d’endettement (TE)** 0,06 0,06 0,10
Richesse immobilière (RI) *** 0,13
Richesse financière (RF)**** 0,09
Déréglementation (Dum) ***** 0,02
* ln(Consommation des ménages/Revenu disponible brut)
** ln(Endettement des ménages/Revenu disponible brut)
*** ln(Patrimoine immobilier/Revenu disponible brut)
**** ln(Patrimoine financier/Revenu disponible brut)
***** Dummy entre 1985 et 1991
Sources : Comptes nationaux, calculs OFCE.
2. Les modèles sont des modèles à correction d’erreurs, estimés en une étape, comme détaillé
en annexe.
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Revue de l’OFCE 96IMMOBILIER ET POLITIQUE MONÉTAIRE
L’équation de consommation est complétée par une équation qui
décrit l’endettement bancaire des ménages 3 :
ln(ENDET/RDB) = χ(g–rl) – δU + φln(PATIMMO/RDB) + η(rl – rc)+ θ
où ENDET est l’endettement bancaire total, RDB le revenu disponible
brut, g le taux de croissance du revenu nominal, rl le taux des obliga-
tions à 10 ans nominal, U le taux de chômage, PATIMMO le patrimoine
immobilier brut, rc le taux d’intérêt à 3 mois.
Les déterminants introduits et qui ressortent significativement pour
la France sont la différence entre la croissance du revenu (nominal) et
le taux d’intérêt long (nominal également). Cette différence est un écart
critique, indiquant la capacité globale des ménages à faire face aux
charges d’intérêt futures, capacité d’autant plus importante que la crois-
sance des revenus est forte et d’autant plus faible que le taux d’intérêt
est élevé. Le taux de chômage joue négativement sur le taux d’endette-
ment des ménages. Plus le taux de chômage est élevé, plus la situation
d’un emprunteur salarié est précaire, et à revenu égal, une banque sera
plus réticente à prêter. La richesse immobilière joue positivement sur le
taux d’endettement. En effet, une hausse de la valeur moyenne des biens
immobiliers oblige les ménages à emprunter plus lorsqu’ils souhaitent
accéder à la propriété. Enfin, l’écart entre le taux long et le taux court
intervient. Les établissements prêteurs aux ménages se refinancent
généralement à court terme et prêtent à des taux proches du long
terme. Une partie de la marge bancaire se trouve dans l’écart de taux.
Lorsqu’il est plus élevé, le taux d’endettement tend à augmenter. L’écart
de taux peut également mesurer les anticipations de croissance ou
d’inflation et avoir un impact sur le taux d’endettement par ce biais.
Le tableau 2 résume les principaux résultats :
2. Équation de long terme du taux d’endettement *
France Allemagne États-Unis
Écart critique (g- iLT) ** 0,036 0,035 0,05
Écart de taux *** 0,025 0,045
Taux de chômage **** – 0,04 – 0,08
Richesse immobilière ***** 0,05
Déréglementation****** 0,22
* ln(Endettement des ménages/Revenu disponible brut)
** L’écart critique est la différence entre le taux de croissance du revenu des ménages (g) et le taux d’intérêt
à long terme (iLT)
Cet écart illustre la capacité des ménages à emprunter
*** Écart entre le taux d’intérêt de long terme (10 ans) et celui de court terme (3 mois)
**** Au sens du BIT
***** ln(Patrimoine immobilier/Revenu disponible brut)
****** Dummy entre 1985 et 1991
Sources : Comptes nationaux, calculs OFCE.
3. Les modèles sont des modèles à correction d’erreur, estimés en une étape, comme détaillé
en annexe.
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Revue de l’OFCE 96Éric Heyer et Xavier Timbeau
1.3. Une forme réduite où la richesse immobilière joue
La forme réduite de l’équation de consommation et de l’équation
d’endettement conduit à une équation où le taux d’épargne dépend
positivement du taux de chômage et négativement de l’écart critique,
de l’écart de taux ainsi que de la richesse immobilière. On a ainsi une
fonction de consommation avec les déterminants requis pour la mise
en place d’un scénario complet et bouclé. On arrive par le biais du
taux d’endettement à estimer une fonction de consommation proche
des aspirations des modèles théoriques. Dans les estimations pour la
France, c’est bien uniquement la richesse immobilière qui apparaît déter-
miner significativement le taux d’endettement. La richesse financière ne
joue ni directement sur le taux d’épargne, ni sur le taux d’endettement.
On obtient là un résultat opposé aux prédictions de certains modèles
théoriques à effet de richesse dans lesquels seule la richesse financière
(hors immobilier) est censée jouer sur le taux d’épargne.
Pour la France, la forme réduite de l’équation de consommation ne
ressort pas lorsqu’on tente de l’estimer directement. Une explication
est que les banques perturbent par leur comportement la transmission
des fondamentaux économiques au comportement de consommation.
L’information contenue dans le taux d’endettement résume les fonda-
mentaux économiques, mais également une variable omise, corrélée au
résidu de l’équation de taux d’endettement. Le comportement d’offre
des banques n’est donc pas complètement neutre, du fait soit d’une
meilleure extraction de l’information par le secteur bancaire,
connaissant sa clientèle et son risque de défaut (asymétrie d’infor-
mation), soit d’une imperfection du marché bancaire (sélection des
emprunteurs du fait du pouvoir de monopole des banques). En l’état,
les estimations ne permettent pas de conclure entre ces hypothèses.
À l’aide de ces deux équations, nous pouvons comparer l’impact
d’un choc de taux d’intérêt en France, en Allemagne et aux États-Unis
(graphique 2).
En ne prenant pas en compte l’ensemble du bouclage macro-écono-
mique, le résultat de cet exercice est partiel. Le système taux de
consommation/taux d’endettement est équivalent à l’équation réduite
du taux de consommation. Il permet toutefois de faire ressortir deux
résultats :
1. À court terme, la sensibilité de la consommation au taux d’intérêt
est plus forte et plus rapide aux États-Unis qu’en France et surtout
qu’en Allemagne.
2. À long terme, la sensibilité de la consommation au taux d’intérêt est
identique en France et en Allemagne. Elle est 2,5 fois plus forte aux
États-Unis.
122
Revue de l’OFCE 96IMMOBILIER ET POLITIQUE MONÉTAIRE
2. Impact ex ante d’une baisse de 1 point de taux d’intérêt
sur la consommation des ménages
En écart au compte central, en %
0,5
0,4
Etats-Unis
0,3
0,2 Allemagne
France
0,1
0
1er
re 2e 3e 4e 5e 6e 7e 8e 9e 10e 11e 12e 13e 14e
Année
Source : INSEE Comptabilité nationale, base 95, version des comptes de janvier 2005.
1.4. L’extraction hypothécaire et la liquidité du patrimoine
immobilier
L’extraction hypothécaire, définie comme la différence entre la
variation de l’encours d’endettement (hypothécaire ou immobilier) et
l’investissement en logement, est le concept qui permet usuellement de
prendre en compte la liquidité issue des opérations immobilières et que
les ménages peuvent consacrer en partie à la consommation.
L’extraction hypothécaire est donc le flux net de crédits qui sont
consacrés à l’achat de biens anciens à un autre ménage. Le ménage qui
bénéficie du crédit ne le consomme pas ; il achète un bien immobilier.
Sa situation patrimoniale est inchangée, puisqu’il a d’un côté un bien et
de l’autre une dette bancaire. Le ménage vendeur dispose de la somme
en liquide. Il peut à son tour acheter un logement (plus grand ou plus
petit, avec un crédit supplémentaire ou non), mais au bout du compte,
le montant du crédit accordé par la banque sera détenu sous forme
liquide par un ménage. Pour ce ménage en bout de chaîne, son patri-
moine immobilier est réalisé, son revenu disponible brut est inchangé
(l’opération est comptabilisée dans le compte de capital) ; il peut placer
la somme ou la consommer. Si les ménages étaient tous rationnels et
non contraints, augmenter l’endettement de l’un pour acquérir un bien
immobilier ne devrait pas modifier la structure ou le niveau du patri-
moine des autres. Mais, les prix de l’immobilier étant fluctuants, une
plus-value latente n’est pas tout à fait équivalente à une plus-value
123
Revue de l’OFCE 96Éric Heyer et Xavier Timbeau
réalisée. La bonne surprise d’un patrimoine bien vendu peut amener à
consommer plus que la seule foi dans un potentiel de richesse. Le bien
immobilier étant fréquemment la résidence principale du ménage, la
plus-value immobilière est réalisée au moment où les besoins du ménage
en matière de services de logement se réduisent : départ des enfants,
retraite, séparation, etc. Le changement de résidence est alors
l’occasion de faire un bilan patrimonial certain, qui n’est plus entaché
d’incertitude.
Les variations de l’extraction hypothécaire atteignent plusieurs points
de revenus, suivant les périodes, ce qui joue sur les évolutions macro-
économiques. Récemment, aux États-Unis, la recharge d’hypothèques,
c’est-à-dire la possibilité d’emprunter avec comme collatéral un bien
déjà engagé et remboursé partiellement, associé à une concurrence vive
des établissements bancaires sur les renégociations d’emprunts déjà
contractés, ont conduit à injecter dans l’économie américaine plus de
200 milliards de dollars de 2002 à 2004 (Borgy, 2004). Cette capacité
à recharger les hypothèques peut avoir un impact d’autant plus fort sur
l’épargne que les ménages sont contraints par la liquidité.
Aux États-Unis et au Royaume-Uni, l’extraction hypothécaire est
respectivement de l’ordre de 3 % et 7 % du revenu disponible en 2004.
En France, en raison d’un apport personnel plus important et de l’absence
de recharge d’hypothèque, les flux nets de crédit sont inférieurs à l’inves-
tissement en logement. Sur la période 1983-2004, l’extraction
hypothécaire est en moyenne négative à – 6 % du RDB (graphique 3).
Cependant, depuis 2003, ce montant est moins négatif, environ 3 points
de revenu ayant ainsi été rendus disponibles sous forme liquide.
3. Extraction hypothécaire en France
En % du RDB
-2
Variation du taux d'endettement à l'habitat - Taux d'investissement en logement
-3
-4
-5
Moyenne 1983-2004 = -5.9
-6
-7
-8
83 85 87 89 91 93 95 97 99 01 03
Sources : INSEE, Banque de France, calculs OFCE.
124
Revue de l’OFCE 96IMMOBILIER ET POLITIQUE MONÉTAIRE
Dans l’approche de Girouard et Blondal (2001), l’extraction
hypothécaire est considérée comme un complément au revenu dispo-
nible. Rappelons que l’extraction hypothécaire est une somme sur un
compte courant qui a pour contrepartie un endettement supplémen-
taire au niveau agrégé. Elle n’est donc pas comptabilisée dans le compte
de revenu. L’extraction hypothécaire est alors introduite dans la fonction
de consommation comme le revenu, avec une élasticité différente.
L’approche que nous proposons relie le taux d’endettement, ratio
de l’encours d’endettement au revenu disponible, au taux de consom-
mation. Le lien n’est pas le lien direct retenu dans Girouard et Blondal
(2001), puisque c’est l’encours de crédit qui explique la consommation.
La justification est que l’encours d’endettement indique le degré global
de liquidité du patrimoine immobilier. Plus l’encours d’endettement est
élevé, plus les achats sont nombreux, permettant à un plus grand
nombre de ménages de réaliser des plus-values. Supposons pour
simplifier que le flux d’investissement soit nul. Un niveau stable
d’encours correspond alors à une extraction hypothécaire nulle,
puisque le flux net de crédits est nul, mais il n’implique pas qu’aucun
achat ou qu’aucune vente ne se produise. Le flux net est nul, mais de
nouveaux ménages s’endettent, pendant que d’autres remboursent.
Plus l’encours est élevé, plus les transactions sont nombreuses, et donc
plus le patrimoine est liquide. Les deux spécifications peuvent en
théorie cohabiter.
Empiriquement, nous avons examiné les deux spécifications (flux
net de crédits/consommation versus encours d’endettement/consom-
mation), et seule la spécification en encours ressort dans le cas de la
France. La spécification en flux net peut ne pas fonctionner en raisons
de la mesure des flux de crédits et une relation temporelle tortueuse
entre des liquidités supplémentaires et la consommation. De plus, la
propension marginale à consommer la liquidité peut être très instable.
2. L’immobilier dans le modèle e-mod.fr :
deux boucles positives
La relation entre taux d’endettement et taux de consommation (ou
taux d’épargne) est au cœur de notre approche. Elle permet de relier
le taux d’épargne au taux d’intérêt, aux conditions de revenu des
ménages, au taux de chômage et à la richesse immobilière des ménages.
Le modèle est complété (voir schéma) par une équation définissant les
prix immobiliers et une équation définissant l’investissement en
logement (voir annexe). Des identités comptables permettent de
calculer le patrimoine immobilier et de boucler le modèle.
125
Revue de l’OFCE 96Éric Heyer et Xavier Timbeau
Les estimations de l’équation d’endettement et de consommation
ont été menées pour les États-Unis et l’Allemagne. Les résultats
obtenus permettent de proposer pour ces pays des équations
homogènes à celles obtenues pour la France. Les élasticités obtenues
sont proches pour la France et l’Allemagne. Le taux de chômage
n’intervient pas dans l’équation allemande, ce qui limite l’amplification
par le bouclage macroéconomique. Normalement, lorsque les taux
baissent, les ménages s’endettent, le taux d’épargne baisse et l’activité
augmente. De plus, les ménages augmentent leur investissement en
logement, ce qui contribue positivement à l’activité. Cette activité
supplémentaire implique une baisse du chômage qui, à son tour,
favorise l’endettement des ménages. Cette boucle positive est stable,
l’impact de la baisse du chômage étant plus faible que l’impact initial
des taux d’intérêt. Cet effet, absent pour l’Allemagne, conduit à un
résultat bouclé plus faible que dans le cas français.
Une deuxième boucle positive, stable également, est celle de la
richesse immobilière. Une baisse des taux d’intérêt stimule l’endet-
tement et favorise l’investissement en logement. Les prix immobiliers
sont alors augmentés (relativement à un scénario central) et, à la fois
par l’effet des prix et par la hausse de l’investissement en logement, la
richesse immobilière augmente. Cela en retour favorise l’endettement
et ainsi de suite. Dans le cas de l’Allemagne, la richesse immobilière
intervient dans l’équation de consommation.
Les estimations pour les États-Unis déterminent une élasticité de la
consommation au taux d’intérêt double de celle du cas français. La
hiérarchie ainsi obtenue est renforcée par un impact plus rapide des
taux d’intérêt sur la consommation. L’impact aux États-Unis est à la fois
plus fort à terme et plus rapide à se produire, ce qui conduit par
exemple au terme de trois années à une réponse bien plus franche de
la consommation à une baisse des taux d’intérêt (graphiques 2 et 4).
Que la politique monétaire ait un impact plus fort et plus rapide aux
États-Unis qu’en Europe ou qu’en France est un résultat attendu qui
est ici confirmé.
Le modèle est également intéressant pour comprendre la différence
entre la France et l’Allemagne. La variable qui détermine le taux
d’endettement est la différence entre le revenu des ménages et le taux
d’intérêt, en termes nominaux. Or, le taux d’intérêt est quasiment égal
entre les deux pays et, ainsi, une différence d’un point d’inflation entre
les deux pays a donc un impact similaire à une hausse d’un point des
taux d’intérêt sur l’un ou l’autre des deux pays. De même, une crois-
sance inférieure d’un point des revenus (réels cette fois) entre les deux
pays se traduit par un endettement moindre et une épargne plus élevée.
L’Allemagne connaît depuis quelques années à la fois une inflation plus
basse et une évolution du partage de la valeur ajoutée moins favorable
126
Revue de l’OFCE 96IMMOBILIER ET POLITIQUE MONÉTAIRE
qu’en France. Ces deux éléments contribuent à une épargne plus élevée
en Allemagne et un marché immobilier moins dynamique.
2.1. Les scénarios de retournement immobilier
À partir de ces éléments, il est possible de construire un scénario
de baisse des prix immobiliers et de son impact sur l’économie. La
première étape est d’évaluer la hausse des prix immobiliers induite par
la baisse des taux d’intérêt et la modification de comportement des
banques. La baisse des taux et l’allongement de la durée de prêt ont
suscité une demande supplémentaire, solvabilisée par une hausse de
l’endettement. Face à une offre de biens immobiliers peu élastique, les
prix s’accroissent et alimentent le mécanisme, par le jeu des collatéraux
dont la valeur est estimée au coût de transaction.
Le scénario central est donc celui d’un retournement du marché
immobilier induit par une hausse des taux d’intérêt de long et de court
terme. Cette hausse serait liée à des anticipations d’accélération de
l’inflation, suivies d’interventions des banques centrales. La hausse des
prix immobiliers serait un des éléments qui alimenterait les anticipations
d’accélération d’inflation. Nous avons fixé la hausse des taux d’intérêt
à 2 points.
Le durcissement de la politique monétaire produirait les effets
attendus. Le marché immobilier ralentirait et les prix se détendraient,
de plus de 10 %.
Ce durcissement provoquerait cependant des dommages colla-
téraux. Par la hausse des taux d’intérêt, par le ralentissement induit des
prix immobiliers, induisant à son tour la réduction du taux d’endet-
tement, le taux d’épargne augmenterait. L’activité serait donc réduite,
à la fois par un investissement en logement moindre et par la hausse
de l’épargne. Par ailleurs, la hausse des taux d’intérêt réduirait l’inves-
tissement des entreprises, déjà compromis par le ralentissement
amorcé. La hausse du chômage et le ralentissement des perspectives
de revenu viendraient encore réduire l’endettement, diminueraient la
liquidité du patrimoine et augmenteraient l’épargne. Le risque de hausse
excessive des prix immobiliers serait endigué, mais les conséquences
sur l’activité seraient importantes.
En mode isolé (seule la France connaît une hausse des taux d’intérêt,
seul le marché immobilier français se retourne), l’impact à cinq ans est
de 1 point d’activité et d’un demi-point de chômage (tableau 3). En
mode mondial, le choc se produit dans la plupart des pays partenaires.
Aux conséquences intérieures s’ajoutent alors celles d’un ralentissement
mondial, transitant par la demande adressée. À cinq ans, l’impact est
alors de 1,6 point de PIB et de presque 1 point de chômage. Les prix
immobiliers sont alors ralentis de plus de 2 points par an.
127
Revue de l’OFCE 96Éric Heyer et Xavier Timbeau
Afin d’envisager l’hypothèse d’une bulle immobilière autonome,
c’est-à-dire auto-entretenue par des anticipations de prix et des achats
immobiliers spéculatifs (même si notre analyse du marché ne conclut
pas à ce cas de figure), nous avons simulé les conséquences d’une baisse
spontanée des prix de l’immobilier de 30 %. La chute de la richesse
immobilière réduit le taux d’endettement et provoque une hausse de
l’épargne. Le choc est calibré de façon à produire ex post une baisse
des prix immobiliers de 30 %. L’impact à cinq ans sur l’économie est
de 0,7 point et de 0,4 point de chômage. Ce choc peut s’ajouter au
précédent. La hausse des taux d’intérêt enclenche les enchaînements
évoqués et provoque le retournement des anticipations de prix de
l’immobilier, conduisant à l’éclatement de la bulle éventuelle. Au total,
l’impact à cinq ans sur l’économie française est alors de presque
2,5 points de PIB et de 1,5 point de chômage.
E-mod.fr
Estimé dans le cadre fourni par la comptabilité nationale, le modèle trimes-
triel de l’OFCE, e-mod.fr *, est centré sur l’étude de l’économie française. Ce
modèle permet d’analyser des politiques macroéconomiques, fiscales et budgé-
taires. Il est également utilisé comme un outil d’analyse de la conjoncture et
sert à la prévision à court terme et à la simulation de moyen terme. Il impose
un cadre comptable rigoureux et assoit les exercices de prévision sur des
équations de comportement. Le secteur productif est décomposé en sept
branches (agriculture et agroalimentaire, énergie, produits manufacturés,
bâtiment et travaux publics, commerce, services marchands et services non
marchands) et cinq agents sont distingués (ménages, sociétés et quasi-sociétés,
institutions financières, administrations publiques, reste du monde).
Le modèle est construit à partir de l’hypothèse d’un fonctionnement néo-
keynésien de l’économie. En période de sous-utilisation des capacités de
production, la demande globale (consommation, investissement, variations de
stocks, exportations) contraint l’offre et détermine à court terme la production.
Cependant, ce modèle de demande est tempéré par le fait que le niveau de la
production rétroagit sur les prix et par ricochet sur les comportements de
demande. Une baisse de la production réduit l’emploi, si bien que le nombre
de chômeurs augmente. Le taux d’utilisation des capacités de production
diminue. Le relâchement des tensions sur le marché du travail et des biens et
services diminue les coûts de production et donc les prix, ce qui tend à restaurer
la demande.
Les conditions de l’offre jouent à court terme sur le commerce extérieur,
via la compétitivité et les tensions sur les capacités de production, et, sur la
consommation, via l’inflation. La dynamique prend en compte les comporte-
ments de stockage. Enfin, à moyen terme, le modèle retrouve une dynamique
plus classique, avec un état stationnaire réglé par un chômage d’équilibre.
* Pour plus de détails le lecteur pourra se référer à Chauvin, Dupont, Heyer, Plane et Timbeau
(2002).
128
Revue de l’OFCE 96Taux d’endettement Taux de Consommation
ménages + consommation ménages
+
+
Richesse
immobilière
Croissance Rdb
+ + Rdb ménages
Modèle e-
Modèle e-mod.fr
mod.fr
Prix Investissement Taux de
Immobiliers + logement - chômage Modèle e-mod.fr
Schéma de la modélisation
Ecart taux long-
+ court
- -
- Taux d’intérêt
nominal long
terme
IMMOBILIER ET POLITIQUE MONÉTAIRE
129
Revue de l’OFCE 96Éric Heyer et Xavier Timbeau
3. Simulation d’une hausse de 2 points
des taux d’intérêt
Dans cette simulation, nous supposons une hausse de 2 points des
taux d’intérêt nominaux longs et courts. Outre l’impact sur la consom-
mation des ménages décrit précédemment, cette hausse des taux
d’intérêt, en renchérissant le coût du capital, induira une baisse de
l’investissement productif des entreprises. Cette dernière, conjuguée à
la présence du taux de chômage dans l’équation d’endettement, aura
un impact récessif plus fort que dans la simulation en économie partielle
commentée plus haut.
Nous avons procédé à deux types de simulation : dans la première
nous supposons que seule la France subit ce choc alors que dans la
seconde, ce choc est mondial.
3.1. Choc isolé
Les résultats de l’impact sur l’économie française d’une hausse de
2 points des taux d’intérêt nominaux longs et courts sont résumés dans
le tableau 3.
La hausse des taux d’intérêt, en diminuant l’écart critique, ampute
la capacité d’emprunt des ménages. Cela engendre une baisse de la
consommation des ménages. Une telle mesure aurait un effet récessif
attendu sur l’économie. Son niveau maximal serait atteint au bout de
cinq ans : le PIB diminuerait d’un point par rapport au compte de
référence sous l’effet conjugué d’une baisse de 3 % de l’investissement
privé et de 1,5 % de la consommation. L’épargne des ménages augmen-
terait légèrement sous l’effet de la récession qui conduit les ménages à
réviser leur plan d’épargne à la hausse. Les pertes d’emplois ex post
seraient nombreuses : le total cumulé des pertes d’emplois s’élèverait
à 160 000 et le taux de chômage serait plus élevé d’un demi-point.
Compte tenu de la récession induite, le compte des administrations
publiques se dégraderait également : les pertes de recettes fiscales liées
à la récession creuseraient le déficit public de 1,5 point de PIB.
Cette hausse des taux d’intérêt provoquerait une baisse de près de
10 % des prix de l’immobilier la cinquième année.
Enfin, la baisse de la consommation provoquerait également une
diminution de nos importations, induisant une dégradation de la capacité
de financement de l’extérieur (– 0,2 % la cinquième année).
130
Revue de l’OFCE 96IMMOBILIER ET POLITIQUE MONÉTAIRE
3. Impact isolé d’une hausse des taux d’intérêt courts et longs
sur l’économie française
En écart au compte central, en %
Année 1 2 3 4 5 10 Moyenne
PIB total en volume – 0,2 – 0,5 – 0,8 – 0,9 – 1,0 – 1,1 – 0,9
Importations – 0,5 – 1,3 – 1,7 – 1,7 – 1,7 – 1,4 – 1,4
Dépenses des ménages – 0,3 – 0,8 – 1,1 – 1,3 – 1,5 – 2,1 – 1,4
Dépenses des administrations 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0
Investissement des entreprises – 0,6 – 1,7 – 2,4 – 2,8 – 3,0 – 1,9 – 2,3
Exportations – 0,1 – 0,3 – 0,4 – 0,4 – 0,4 0,2 – 0,2
Con tri b u ti on s à l a croi ssa n ce
Variations de stocks 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0
Demande intérieure – 0,2 – 0,7 – 1,0 – 1,1 – 1,2 – 1,5 – 1,1
Solde extérieur 0,1 0,2 0,2 0,2 0,2 0,4 0,3
Prix de la consommation 0,0 – 0,1 – 0,2 – 0,3 – 0,6 – 2,6 – 1,0
Prix du PIB 0,0 – 0,1 – 0,2 – 0,3 – 0,6 – 2,4 – 0,9
Prix de l'immobilier – 1,1 – 4,2 – 6,1 – 7,7 – 9,5 – 18,8 – 10,4
Salaire horaire réel 0,0 – 0,1 – 0,4 – 0,6 – 0,9 – 2,0 – 1,0
Productivité horaire, marchand – 0,1 – 0,2 – 0,1 – 0,1 0,0 0,0 0,0
Effectifs totaux (en milliers) – 22 – 73 – 121 – 147 – 161 – 157 – 135
Effectifs totaux (en %) – 0,1 – 0,3 – 0,5 – 0,7 – 0,7 – 0,7 – 0,6
Taux de chômage BIT (en point) 0,1 0,2 0,4 0,5 0,5 0,5 0,4
Rev en u des mén a ges – 0,3 – 0,4 – 0,5 – 0,6 – 0,6 – 0,6 – 0,6
Intérêts versés 3,7 3,0 2,2 0,7 – 0,1 – 4,5 – 0,1
Intérêts reçus – 0,2 – 0,5 – 0,8 – 0,9 – 1,0 – 0,8 – 0,8
Dividendes – 0,3 – 0,8 – 1,1 – 1,2 – 1,2 – 0,9 – 1,2
Capacité de ffinaanncceem
meenntt
(en point de PIB)
Sociétés non financières – 0,1 – 0,1 – 0,1 – 0,1 0,0 0,4 0,1
Sociétés financières 0,3 0,6 0,8 1,0 1,2 2,1 1,3
APU – 0,1 – 0,5 – 0,8 – 1,2 – 1,5 – 2,9 – 1,7
Ménages et EI 0,0 0,2 0,4 0,5 0,5 0,8 0,5
ISBLSM 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0
Extérieur 0,1 0,2 0,2 0,2 0,2 0,4 0,2
Taux d'épargne des ménages – 0,1 0,1 0,2 0,3 0,3 0,7 0,3
Taux de marge des SNF – 0,1 – 0,1 0,1 0,2 0,4 1,3 0,6
Sources : Comptes trimestriels, INSEE, calculs OFCE, modèle e-mod.fr.
131
Revue de l’OFCE 96Éric Heyer et Xavier Timbeau
3.2. Choc mondial
On suppose ici que la hausse des taux d’intérêt a lieu dans
l’ensemble des pays occidentaux. Elle est de 2 points pour les taux
d’intérêt nominaux longs et courts. Ne disposant pas d’un modèle multi-
national, l’impact récessif sur les autres économies est répercuté sur
l’économie française via le commerce extérieur. Nous avons simulé
deux chocs, le premier sur l’économie américaine, le second sur l’éco-
nomie allemande.
4. Impact ex post d’une hausse de 2 points des taux d’intérêt
sur la consommation des ménages
En écart au compte central, en %
0,0
-0,5
-1,0
… en Allemagne
-1,5
-2,0
… en France
-2,5
-3,0 … aux Etats-Unis
-3,5
re
1er 2e 3e 4e 5e 6e 7e 8e 9e 10e
Année
Sources : Comptes trimestriels, calculs OFCE.
Nous avons supposé ensuite que l’impact d’une hausse des taux
d’intérêt dans les autres pays partenaires, pour lesquels nous n’avons
pas fait de simulations, serait comparable à l’impact estimé pour la
France, l’Allemagne ou les États-Unis selon les cas. Puis, nous l’avons
pondéré par la part du pays considéré dans la demande adressée à la
France (tableaux 4 et 5). Ces hypothèses retenues, nous avons pu
évaluer, à l’aide de l’élasticité des importations à la croissance de chacun
des partenaires de la France, la demande étrangère structurelle adressée
à la France.
Les principaux résultats de cette variante sont résumés dans le
tableau 6.
132
Revue de l’OFCE 964. Hypothèses retenues pour les principaux partenaires européens de la France *
Allemagne RU Italie Espagne Pays-Bas Belgique Autre UE
Type de choc Allemagne États-Unis France France France France France
Part de marché 16,8 % 9,3 % 10,6 % 7,3 % 4,4 % 8,7 % 9,0 %
* Lecture du tableau : l’impact d’un choc au Canada est basé sur celui estimé pour les États-Unis, puis pondéré par la part du Canada dans la demande adressée à la France.
Sources : Douanes, calculs OFCE.
5. Hypothèses retenues pour les principaux partenaires non européens de la France *
États-Unis Japon Canada Autre OCDE Amérique latine Asie Moyen- Orient
Type de choc États-Unis — États-Unis France — — —
Part de marché 5,8 % 2% 0,8 % 3,7 % 5,2 % 3,2 % 6,4 %
* Lecture du tableau : l’impact d’un choc au Canada est basé sur celui estimé pour les États-Unis, puis pondéré par la part du Canada dans la demande adressée à la France.
Sources : Douanes, calculs OFCE.
IMMOBILIER ET POLITIQUE MONÉTAIRE
133
Revue de l’OFCE 96Éric Heyer et Xavier Timbeau
6. Impact mondial d’une hausse des taux d’intérêt courts et longs
sur l’économie française
En écart au compte central, en %
Année 1 2 3 4 5 10 Moyenne
PIB total en volume – 0,3 – 0,8 – 1,2 – 1,5 – 1,6 – 1,7 – 1,5
Importations – 0,7 – 2,0 – 2,6 – 2,7 – 2,8 – 2,1 – 2,3
Dépenses des ménages – 0,3 – 0,9 – 1,4 – 1,6 – 1,9 – 2,7 – 1,9
Dépenses des administrations 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 – 0,1 0,0
Investissement des entreprises – 0,8 – 2,3 – 3,3 – 3,9 – 4,2 – 2,2 – 3,0
Exportations – 0,6 – 1,6 – 2,1 – 2,5 – 2,6 – 1,3 – 2,0
Contribbuuttiioonnss àà lalaccrrooisissaannccee
Variations de stocks 0,0 – 0,1 – 0,1 – 0,1 0,0 0,0 0,0
Demande intérieure – 0,3 – 0,9 – 1,3 – 1,5 – 1,6 – 1,9 – 1,5
Solde extérieur 0,0 0,1 0,1 0,0 0,0 0,2 0,1
Prix de la consommation – 0,1 – 0,1 – 0,2 – 0,5 – 0,9 – 4,6 – 1,7
Prix du PIB 0,0 – 0,1 – 0,3 – 0,5 – 0,8 – 4,1 – 1,5
Prix de l'immobilier – 1,1 – 4,3 – 6,5 – 8,4 – 10,6 – 22,5 – 12,0
Salaire horaire réel 0,0 – 0,3 – 0,6 – 1,1 – 1,5 – 3,6 – 1,9
Productivité horaire, marchand – 0,1 – 0,3 – 0,2 – 0,1 – 0,1 0,0 – 0,1
Effectifs totaux (en milliers) – 37 – 124 – 206 – 258 – 289 – 284 – 244
Effectifs totaux (en %) – 0,2 – 0,5 – 0,9 – 1,1 – 1,3 – 1,2 – 1,1
Taux de chômage BIT (en point) 0,1 0,4 0,7 0,8 0,9 0,9 0,8
R e v e n u d e s m én a g e s – 0,4 – 0,6 – 0,8 – 0,9 – 1,1 – 1,2 – 1,1
Intérêts versés 3,7 2,9 1,9 0,2 – 0,8 – 5,9 – 0,7
Intérêts reçus – 0,3 – 0,8 – 1,2 – 1,5 – 1,6 – 1,2 – 1,2
Dividendes – 0,5 – 1,3 – 1,8 – 2,1 – 2,1 – 1,5 – 2,1
C a p a c i t é de f in a n c e m en t
(en point de PIB)
Sociétés non financières – 0,1 – 0,1 – 0,1 0,0 0,2 1,0 0,3
Sociétés financières 0,3 0,6 0,9 1,1 1,3 2,3 1,5
APU – 0,2 – 0,6 – 1,1 – 1,6 – 2,1 – 3,9 – 2,3
Ménages et EI 0,0 0,2 0,4 0,5 0,5 0,9 0,5
ISBLSM 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0
Extérieur 0,0 0,1 0,1 0,0 0,0 0,3 0,1
Taux d'épargne des ménages – 0,2 0,0 0,1 0,2 0,3 0,7 0,3
Taux de marge des SNF – 0,1 – 0,1 0,1 0,4 0,8 2,4 1,1
Sources : Comptes trimestriels, INSEE, calculs OFCE.
134
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